Évolution de la maladie des deux cohortes

Selon cette modélisation, le pharmacien ne permettrait pas de réduire la mortalité générale sur un horizon temporel de 20 ans pour la population modélisée. À titre de rappel, les caractéristiques de la population sur laquelle cette modélisation se base sont non-fumeurs, sans antécédent cardiovasculaire, non diabétiques et âgés de 65 ans au départ. Bien qu’aucune différence ne soit observée sur la mortalité, le nombre d’AVC et d’infarctus du myocarde est réduit. En traitant une population de 1000 patients, les soins du pharmacien permettraient d’éviter 12 accidents vasculaires cérébraux et 7 infarctus du myocarde.

Figure 3. Nombre de patients ayant eu un IM

Figure 4. Nombre cumulatif de patients dans l’état de santé « post-évènement cardiovasculaire »

3.1.3 Analyses de sensibilité

Tableau VIII.Analyses de sensibilité déterministe Variation du paramètre RCUI selon la borne inférieure RCUI selon la borne supérieure Rationnelle de la variation Efficacité du pharmacien Probabilité d’être contrôlé par un pharmacien +/- 20 % 15 414 $ 2 284 $ Hypothèse Probabilités de transition Mortalité de toute cause +/- 20 % 4 597 $ 5 928 $ Hypothèse

Mortalité aiguë post- AVC

+/- 0,3 % 4 832 $ 5 213 $ IC95 %

Mortalité aiguë post- IM +/- 0,3 % 5 228 $ 5 217 $ IC95 % Valeurs d’utilité Hypertension non contrôléea -20 % 440 $ s.o. Hypothèse AVC +/- 0,46 4 753 $ 5 795 $ Écart-type IM +/- 0,34 5 013 $ 5 444 $ Écart-type Post-évènement cardiovasculaire +/- 20 % 4 138 $ 7 078 $ Hypothèse Coûts

Hospitalisation AVC +/- 20 % 5 503 $ 4 942 $ Hypothèse Hospitalisation infarctus +/- 20 % 5 465 $ 4 980 $ Hypothèse Coût post-évènement cardiovasculaire +/- 20 % 5 719 $ 4 726 $ Hypothèse

Coût des médicaments +/- 20 %

2 481 $ 7 964 $ Hypothèse Coût du service pharmaceutique +/- 50 % 4 143 $ 6 302 $ Hypothèse Structure

Taux d’actualisationb _{3 % - 5 % 4 557 $ 3 808 $ Hypothèses}

Horizon temporelc _{5 – 10 ans 148 852 $ 32 107 $ Hypothèses}

a Ce paramètre a uniquement été varié par le bas puisqu’il n’a pas été jugé possible que les patients recevant les soins pharmaceutiques améliorés soient moins bien contrôlés que ceux recevant les soins usuels.

b Ce paramètre a été augmenté puisqu’une actualisation plus petite que 1,5 % a été jugée comme un reflet improbable de la préférence des individus envers des évènements et coûts ultérieurs.

c L’horizon temporel a été diminué seulement puisqu’un horizon temporel plus élevé que 20 ans a été jugé non pertinent puisqu’associé à davantage d’incertitude et amènerait la cohorte a un âge plus élevé que 85 ans.

3.1.4 Analyses de scénario

Patients fumeurs

Afin de considérer l’effet de l’intervention du pharmacien sur des patients à plus haut risque, nous avons également effectué une modélisation pour une population de fumeurs consommant dix cigarettes par jour. L’intervention du pharmacien sur cette population diminue le RCUI à 1 947 $. Ceci s’explique principalement par le fait que l’algorithme de Framingham considère que le bénéfice de réduire la pression artérielle systolique de 160 mmHg à 140 mmHg est plus significatif pour une population de fumeurs que de non-fumeurs.

Redéfinition des patients non contrôlés et contrôlés

Nous avons également considéré la possibilité que le pharmacien prenne en charge seulement des patients à risque très élevé et qu’il adopte une stratégie de traitement plus agressive, en ciblant une pression artérielle de 120 mmHg. Ainsi, en rehaussant la définition d’un patient non contrôlé à 180 mmHg et celle d’un patient contrôlé à 120 mmHg, l’intervention du pharmacien deviendrait dominante. Bien entendu, ces chiffres conservent l’hypothèse que l’effet différentiel sur la proportion de patients contrôlés serait la même dans ce sous-groupe de patients, ce qui n’a pas été évalué dans l’essai clinique RxAction.

Même quantité d’antihypertenseurs entre les groupes

En guise de troisième scénario, nous avons projeté les résultats économiques en considérant que les patients traités par le pharmacien recevraient la même quantité d’agents antihypertenseurs que les patients recevant les soins usuels. Si tel était le cas, l’intervention du pharmacien deviendrait dominante. Ceci s’explique par une diminution des coûts en médicament et des coûts en honoraires des pharmaciens pour les services de distribution.

Changement de source des coûts de gestion des complications cardiovasculaires

Nous avons également modélisé un scénario dans lequel le coût d’un AVC serait porté à 22 221 $ et celui d’un IM à 16 314 $, conformément aux montants utilisés dans le modèle d’O’Reilly et coll. L’intervention du pharmacien devient une stratégie dominante.

Maintien de l’intervention du pharmacien dans le temps

Finalement, nous avons considéré un scénario dans lequel le pharmacien continuerait à effectuer le même type de suivi plus intensif auprès de son patient au-delà de deux ans. Ce scénario nous apparaît peu réaliste puisque deux années devraient permettre au pharmacien d’écouler les alternatives de traitement et de titrer les médicaments déjà consommés. Une fois le patient contrôlé, il est possible que le patient ne soit plus disposé à voir son pharmacien trois fois par année pour évaluer ses posologies. Certains pourraient également considérer qu’il s’agit de surmédicalisation. Néanmoins, ce genre de scénario rendrait l’intervention du pharmacien moins efficiente, avec un seuil coût-utilité incrémental de 76 224 $/AVAQ.

Tableau IX.Analyses de scénario

Scénario Variation du paramètre

Population de fumeurs (10 cigarettes/jour) 1 947 $

Pression artérielle contrôlée : 120 mmHg Pression artérielle non contrôlée : 180 mmHg

Dominant

Même nombre d’antihypertenseurs par groupe Dominant

Augmentation du coût des complications

cardiovasculaires

Dominant

Coûts de l’intervention pharmaceutique sur tout l’horizon temporel

3.2 Discussion

L’objectif était de réaliser un modèle économique permettant d’estimer le ratio coût-utilité incrémental des services d’ajustement du traitement antihypertenseur par le pharmacien communautaire. Cette intervention devait être comparée aux services usuels. Les résultats obtenus les plus importants sont que le ratio coût-utilité incrémental est de 5 233 $ par AVAQ gagnée. Les résultats sont notamment sensibles à l’estimation de l’efficacité de l’intervention ainsi qu’à la désutilité associée à une hypertension non contrôlée. L’intervention du pharmacien est dominante lorsque donnée à des patients fumeurs, lorsqu’elle n’amène pas d’augmentation du nombre d’antihypertenseurs consommés et lorsque le coût des complications cardiovasculaires est considéré selon la référence de O’Reilly. Le ratio coût-utilité incrémental s’élève particulièrement si les services du pharmacien sont facturés sur tout l’horizon temporel (20 ans) et lorsque ce dernier est réduit à cinq ans.

Les résultats de notre modélisation économique sont influencés par le risque cardiovasculaire absolu au départ des cohortes modélisées. Le fait d’avoir défini une pression systolique de 140 mmHg contre 160 mmHg pour une pression non contrôlée ne génère potentiellement pas une différence suffisante dans les équations de Framingham pour que leur risque respectif d’AVC et d’IM en soit significativement affecté. Inversement, le statut de tabagisme a considérablement affecté le risque cardiovasculaire des patients, faisant en sorte que l’intervention du pharmacien est devenue dominante dans ce scénario. Il semblerait alors qu’un meilleur contrôle de la pression artérielle dans ce sous-groupe de patients ait un impact clinique plus important. Au niveau des coûts, on remarque que la prise chronique d’un médicament de plus, laquelle est associée à un honoraire de plus pour les services du pharmacien, influence

significativement les coûts supplémentaires générés dans le scénario de base. En omettant ce médicament additif, les résultats deviennent dominants. Il convient également de remarquer que l’hypothèse d’une facturation du service pharmaceutique sur tout l’horizon temporel rehausse significativement le ratio coût-utilité.

On pourrait également contester la signification clinique d’une différence de 0,051 AVAQ sur un horizon temporel de 20 ans. Ce chiffre s’interprète comme l’équivalent d’un gain moyen de 19 jours avec une santé parfaite (utilité maximale de 1). Il est important de se rappeler que ce gain fait référence à une moyenne populationnelle, puisque certains patients soutireront des bénéfices importants en évitant un évènement cardiovasculaire. Par ailleurs, la différence absolue en coût est uniquement de 268 $. En considérant toute l’incertitude sur les intrants du modèle, il serait possible d’argumenter que la différence réelle observée sur les coûts serait nulle, ou presque. Cette différence est cependant plus importante chez des populations à plus haut risque, comme les fumeurs.

Notre scénario de base a seulement permis de démontrer une différence de 13 AVC et de 7 IM (dans une population hypothétique de 1 000 patients traités), sans différence sur la mortalité. Ces résultats sont moins importants que ceux observés dans des études cliniques récentes, comme l’essai clinique SPRINT. Cette étude a démontré que de cibler une pression artérielle systolique de 120 mmHg plutôt que de 140 mmHg pour des patients non diabétiques permettait de diminuer le risque relatif de mortalité de toute cause de 26 % (98). L’essai clinique HYVET, quant à lui, a permis de démontrer qu’ une diminution de la pression artérielle de 15/6,1 mmHg après 2 ans chez des patients de 80 ans ou plus réduisait le taux d’AVC fatal ou non de 30 % (99). La mortalité de toute cause était également réduite de 21 %. Ainsi, il y aurait lieu de croire que cette modélisation économique sous-estime les bénéfices cliniques qui seraient réellement

observés suivant l’augmentation de la proportion de patients contrôlés par l’intervention du pharmacien. Il serait intéressant d’effectuer une étude populationnelle en contexte de soins de vie réelle afin d’apprécier l’ampleur des bénéfices à l’extérieur d’un essai clinique. L’effet plus faible observé dans notre modèle est notamment imputable à des choix conservateurs au sujet de l’impact sur la mortalité à long terme d’un patient ayant un antécédent d’AVC ou d’IM. Dans l’année suivant une complication cardiovasculaire, le risque de récurrence était augmenté pour le patient, mais son risque de mortalité était considéré identique à ceux sans complication. En comparaison à la modélisation de Marra et coll., notre évaluation économique produit des résultats moins impressionnants (74). Ce dernier a calculé un gain de 0,4 AVAQ pour une économie de 6 000 $ sur un horizon temporel à vie en faveur de l’intervention du pharmacien, en supposant qu’elle diminue la pression systolique de 18,3 mmHg. Dans cette étude canadienne, le modèle supposait un coût de 125 $ à chaque première consultation de l’année et de 25 $ pour les consultations subséquentes. À partir de la troisième année, les suivis du pharmacien ne coûtaient jamais plus de 50 $. Ils ont également considéré qu’un coût additionnel de 360 $ par année s’appliquerait pour considérer l’ajout de médicaments par les pharmaciens. Le coût considéré pour un AVC était de 80 000 $ la première année et de 12 000 $ aux années subséquentes. En ce qui concerne les IM, les coûts étaient respectivement de 11 500 $ et de 3 300 $. Leur modélisation tenait également compte des complications rénales. En termes de différences au niveau des coûts, notre modèle considère des coûts légèrement plus élevés en médicament puisqu’il tient compte des honoraires du pharmacien pour la distribution d’un médicament additionnel. D’autre part, il considère des coûts beaucoup moins importants pour les complications cardiovasculaires. Ces deux éléments contribuent à expliquer la différence dans les résultats observés.

En ce qui concerne la modélisation de Kulchaitanaroaj et coll. sur des soins prodigués aux États- Unis, les auteurs ont considéré des coûts de 23 000 $ au premier AVC et de 4 000 $ aux années subséquentes (61). Pour les infarctus du myocarde, les coûts étaient de 23 000 $ et de 3 500 $ respectivement. Encore une fois, pour ces deux complications, les coûts qu’ils ont considérés sont plus élevés que dans notre modélisation. Ceci est notamment expliqué par le fait que cette étude concerne un contexte de soins américains. Les coûts sont donc exprimés en dollars américains. Les auteurs ont également considéré que les patients du groupe recevant les soins du pharmacien coûtaient environ 100 $ de plus par année, ce qui est beaucoup moins élevé que dans notre étude. Dans leur modèle, pour une cohorte de patients considérés non diabétiques, non-fumeurs et avec un bon niveau de cholestérol ou un bon IMC, le ratio coût-utilité incrémental des services du pharmacien est de 43 000 $/AVAQ lorsqu’un horizon temporel à vie est considéré. Le différentiel d’AVAQ généré par ce scénario est de 0,11 en faveur de l’intervention du pharmacien pour une différence d’environ 4 500 $. Ces résultats tiennent toutefois compte d’un meilleur contrôle de la pression artérielle chez les patients suivis par les pharmaciens pour les cinq premières années seulement. Le nombre d’AVAQ gagné supérieur à celui de notre modélisation pourrait être expliqué par le fait que ce modèle valorisait également l’impact sur l’insuffisance cardiaque. En ce qui concerne les coûts incrémentaux, notre modélisation suggère uniquement une différence de coûts de 268 $ au terme de 20 ans. L’intervention du pharmacien était plus coûteuse de 364 $ pour les six premiers mois, puis 106 $ pour le reste de l’horizon temporel. L’intervention du pharmacien est moins coûteuse dans notre modélisation. Aussi, tel qu’observé dans notre simulation, l’intervention pharmaceutique est moins efficiente lorsque des horizons temporels plus courts sont considérés dans le modèle

américain. Pour des horizons temporels de 5 ans et de 10 ans, les ratios coût-utilité sont respectivement de 68 298 $/AVAQ gagné et de 141 476 $/AVAQ gagné.

3.2.1 Analyses de sensibilité

Comme le montre le diagramme de Tornado à la page 98, nos résultats sont particulièrement sensibles à au degré d’utilité choisie pour les patients atteints d’hypertension non contrôlée. On observe qu’une diminution de 20 % de l’utilité de cette population diminue de plus de 4 000 $ le ratio coût-utilité. Ceci s’explique facilement par le fait qu’il s’agit de l’état dans lequel se maintiennent le plus de patients sur tout l’horizon temporel. Les probabilités calculées par l’algorithme de Framingham font en sorte qu’une très petite portion de la population souffre d’une complication chaque année. La majorité des patients demeurent donc dans leur état de santé initial tout au long de la modélisation. Notre modélisation est très conservatrice en octroyant exactement la même utilité aux patients ayant une pression contrôlée et une pression non contrôlée. Il apparaît intuitif de considérer que l’hypertension, en tant que maladie peu symptomatique, ne devrait pas avoir d’impact significatif sur la qualité de vie d’un patient, sans considérer l’impact de la prise chronique d’une médication. Toutefois, on pourrait également estimer que, suivant l’administration d’un questionnaire standardisé de préférence, l’individu moyen favoriserait un état de santé dans lequel son hypertension serait contrôlée. De plus, la consommation de médicaments associée à l’hypertension peut également réduire la qualité de vie du patient. En privilégiant une utilité identique pour les patients contrôlés et non contrôlés, le ratio de notre scénario de base pourrait être surestimé puisqu’il ne valorise pas de gain de qualité de vie associé à une pression contrôlée. Un autre paramètre ayant un impact très important sur le ratio coût-utilité constitue le coût des médicaments antihypertenseurs. Une diminution de 20 % du coût de traitement quotidien estimé se traduit en une diminution de plus

de 50 % du RCUI. Considérant que les coûts de l’intervention du pharmacien sont seulement engagés durant les deux premières années de cette modélisation, il devient évident que les coûts supplémentaires observés dans cette modélisation sont principalement attribuables au coût additionnel du troisième antihypertenseur considéré chez les patients recevant l’intervention pharmaceutique. On en déduit également que, pour favoriser l’efficience de l’intervention du pharmacien, il est souhaitable de rechercher simultanément à réduire le coût des antihypertenseurs ou encore à favoriser la prescription de ceux qui sont les moins dispendieux. Il convient de rappeler que notre sélection des antihypertenseurs visant à déterminer le coût moyen d’une journée de traitement était basée sur une sélection arbitraire d’un agent de chaque classe thérapeutique. En absence de données sur les parts de marché respectives de chaque antihypertenseur, il était impossible de calculer un coût moyen pondéré. Enfin, il demeure important de considérer que les bénéfices cliniques ainsi que les économies réalisées par l’intervention du pharmacien sont vraisemblablement vus à long terme, ce qui demande au système de santé de faire preuve de patience avant de pouvoir récupérer son investissement. En effet, la réduction de l’horizon temporel de notre modélisation sur une période de cinq ans ou de dix ans suggère des ratios coût-utilité beaucoup moins efficients. Il apparaît ainsi important qu’un mécanisme de suivi minimal soit mis en place pour s’assurer que les patients demeurent contrôlés à long terme afin de préserver l’effet sur la réduction des complications cardiovasculaires.

3.2.2 Limites

En absence de données individuelles de patients, notre étude est limitée par le fait qu’elle calcule la différence de risque entre les deux populations en se basant sur l’algorithme de Framingham et en définissant les cohortes contrôlées et non contrôlées comme ayant une pression artérielle de 120 mmHg et 140 mmHg, respectivement. L’algorithme de Framingham, comme tous les autres modèles, n’est pas considéré comme un outil permettant de prédire avec précision le risque d’un patient. Il permet surtout d’estimer le besoin et l’intensité avec laquelle un patient devrait être traité. Les probabilités déterminées par le modèle sont basées sur un ensemble de facteurs prédictifs, lesquels ne sont pas exhaustifs. À cet effet, le modèle omet notamment de considérer les antécédents cardiovasculaires du patient ainsi que le niveau d’activité physique du patient. Le modèle ne prédit pas le risque de subir d’autres complications de l’hypertension artérielle comme l’insuffisance rénale chronique, la démence et l’insuffisance cardiaque. Il convient également de mentionner qu’un état de santé « post-évènement cardiovasculaire » ne représente pas une maladie réelle et sert de d’état intermédiaire pour considérer qu’un individu a dorénavant un risque augmenté de subir des évènements subséquents. Les patients se retrouvant dans cet état de santé n’avaient pas un risque de mortalité générale augmenté par rapport aux patients sans antécédent. Ceci représente un choix de modélisation qui pourrait être sujet à débat. Toutefois, leur risque de mortalité cardiovasculaire était indirectement augmenté par les récurrences des complications cardiovasculaires qu’ils pouvaient subir. Aucune limite quant au nombre maximal de complications vasculaires permises pour un patient avant de mourir n’a été établie. Un patient subissant un troisième AVC avait la même probabilité d’en mourir qu’à son premier. Il s’agit notamment d’une des difficultés inhérentes aux modélisations de Markov qui sont dites « sans mémoire ».

Nous aurions pu effectuer une analyse de sensibilité probabiliste permettant de faire varier simultanément l’ensemble des paramètres d’intérêts pour tenir compte de l’incertitude sur la valeur de chacun d’entre eux. Toutefois, nous notons que les ratios coût-utilité incrémental se situent presque tous sous 10 000 $/AVAQ. On peut ainsi raisonnablement croire que si nous avions produit une courbe d’acceptabilité suivant une analyse probabiliste, près de 100 % des scénarios auraient été inférieurs 50 000 $/AVAQ gagné s’approcherait de 100 %.

Cette étude comporte également comme limite conceptuelle que la proportion de patients contrôlés est supposée comme stable tout au long de l’horizon temporel, indépendamment de l’intervention étudiée. Il aurait été plus conservateur que le taux contrôle irait en diminuant. Enfin, cette étude comporte une limite structurelle au niveau de la transition des patients. Pour les deux premiers cycles du modèle, les patients reçoivent l’intervention du pharmacien. Durant la première année, ils sont tous considérés comme non contrôlés. Durant la deuxième année, l’efficacité de l’intervention du pharmacien est appliquée et ils sont alors répartis selon les taux de contrôle. Durant ces deux années, les patients ne peuvent subir de complication cardiovasculaire. Cette limite structurelle a probablement pour effet de sous-estimer l’efficience de l’efficacité du pharmacien puisqu’elle calcule seulement les coûts de l’intervention du pharmacien sans valoriser un différentiel au niveau des évènements cardiovasculaires.

3.2.3. Forces de l’étude

Notre modèle a l’avantage d’avoir fait l’objet d’analyses de sensibilité sur plusieurs paramètres ainsi que d’analyses de scénario qui modifient la structure du modèle. Nos analyses de sensibilité ne font que faiblement varier les résultats de notre scénario de base, ce qui indique que le modèle est assez robuste. Les analyses de scénario ont toutes tendance à améliorer le ratio